肖涵月，孫慧，王慧，辛龍

（新疆大學(xué) 新疆創(chuàng)新管理研究中心，新疆 烏魯木齊 830046；新疆大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830046）

提高生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵所在。在此背景下，環(huán)境規(guī)制和生產(chǎn)率的關(guān)系探究一直是具有爭議性的研究焦點(diǎn)，旨在從理論和實(shí)踐中總結(jié)出一條實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙贏路徑。傳統(tǒng)的遵循成本假說認(rèn)為，一定強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制將增加污染企業(yè)的減排投資以及生產(chǎn)經(jīng)營的環(huán)境合規(guī)成本，從而降低企業(yè)的利潤水平和生產(chǎn)率[1]；也有眾多學(xué)者認(rèn)為合理設(shè)計的環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，形成新的競爭優(yōu)勢，補(bǔ)償環(huán)境規(guī)制帶來的成本，從而提高企業(yè)的生產(chǎn)率，即存在波特效應(yīng)[2-3]。

不論是理論分析還是實(shí)證檢驗(yàn)，關(guān)于環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率的關(guān)系尚未形成一致性的結(jié)論。1998年以來，為減小二氧化硫和酸雨帶來的負(fù)面影響，中央和地方政府相繼出臺了針對特定地區(qū)、特定行業(yè)酸雨和二氧化硫控制的法規(guī)政策（兩控區(qū)政策），為研究生產(chǎn)率和環(huán)境規(guī)制的關(guān)系提供了良好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。一些學(xué)者以宏觀數(shù)據(jù)為樣本評價兩控區(qū)政策效果，結(jié)論表明政策的實(shí)施顯著促進(jìn)了兩控區(qū)城市人均GDP的增長和生產(chǎn)率的提高，實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境保護(hù)的雙贏[4-5]。相反，一些學(xué)者在運(yùn)用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，兩控區(qū)政策對企業(yè)生產(chǎn)率增長以阻礙作用為主，政策效應(yīng)支持遵循成本假說，并指出政策對低效率、污染企業(yè)的淘汰退出機(jī)制不能被忽視[6-7]。

宏觀層面的總生產(chǎn)率不僅包含企業(yè)全要素生產(chǎn)率，還包含企業(yè)間資源配置效率，資源配置不當(dāng)會很大程度上阻礙生產(chǎn)率增長[8]。雖然企業(yè)成長是中國制造業(yè)生產(chǎn)率增長的主要動力，但企業(yè)生產(chǎn)率增長的空間逐漸變窄[9]； 而資源配置效率改善空間巨大，若未來的10年中能使配置效率改善釋放一半空間就能保證每年3.85%的經(jīng)濟(jì)增長率[10]。面臨環(huán)境保護(hù)和提質(zhì)增效的經(jīng)濟(jì)發(fā)展訴求，環(huán)境規(guī)制能否有效地促進(jìn)資源再配置并提高總生產(chǎn)率？新的發(fā)展背景下，這一問題的討論有助于全面地認(rèn)識環(huán)境規(guī)制在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級過程中的作用。

本文以兩控區(qū)政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，以1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的微觀數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用三重差分法分析了環(huán)境規(guī)制與總生產(chǎn)率增長的關(guān)系，并從企業(yè)生產(chǎn)率和企業(yè)間資源配置效率兩個層面展開論證。本文創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)在以下兩個方面：（1）環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系研究大多是圍繞“波特假說”和“遵循成本假說”展開的。不同的是，本文從總生產(chǎn)率出發(fā)，以企業(yè)級數(shù)據(jù)為樣本，不僅考慮了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)自身成長的影響，還分析了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)間資源配置效率的影響機(jī)制，得到了更為豐富的結(jié)論：兩控區(qū)政策雖然沒有產(chǎn)生波特效應(yīng)，但可通過提高企業(yè)間資源配置效率促進(jìn)總生產(chǎn)率增長。（2）在方法上，本文選取了三重差分法（DDD），減小了運(yùn)用雙重差分法（DID）時共同趨勢假設(shè)不能滿足而導(dǎo)致的估計偏誤。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 環(huán)境規(guī)制和生產(chǎn)率

環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率的關(guān)系特征受到環(huán)境規(guī)制工具類型的影響。環(huán)境規(guī)制工具通常劃分為市場型和命令控制型。任勝鋼等[11]以2007年中國排污權(quán)交易試點(diǎn)政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，證實(shí)了市場型環(huán)境規(guī)制的波特效應(yīng)，相反，命令控制型環(huán)境規(guī)制則被認(rèn)為會阻礙企業(yè)創(chuàng)新。Bergek & Berggren[12]認(rèn)為，在嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)下，企業(yè)要么設(shè)法達(dá)到減排目標(biāo)，要么就會受到相應(yīng)的處罰，通常在短期內(nèi)會以減產(chǎn)的方式完成減排任務(wù)。兩控區(qū)政策提出了較為嚴(yán)格的管理措施，例如，不僅限制了高硫原料煤的開采和使用，還要求控制區(qū)內(nèi)所有新建或改建電廠限期完成脫硫改造，重點(diǎn)治理行業(yè)必須采用先進(jìn)的工藝和技術(shù)，仍不能達(dá)標(biāo)的企業(yè)須關(guān)停整頓。作為一項(xiàng)典型的命令控制型環(huán)境規(guī)制，兩控區(qū)政策因提高了企業(yè)的環(huán)境合規(guī)成本而抑制了企業(yè)生產(chǎn)率增長[7]。綜上，提出以下假說：

假說1：兩控區(qū)政策抑制了企業(yè)生產(chǎn)率增長，支持遵循成本假說。

1.2 環(huán)境規(guī)制和資源配置

地區(qū)或行業(yè)的總生產(chǎn)率被定義為企業(yè)全要素生產(chǎn)率的加權(quán)值，其中不僅包含企業(yè)自身生產(chǎn)率，還有生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)進(jìn)入、退出以及企業(yè)間資源配置效率的貢獻(xiàn)[13-14]。 Bartelsman等[15]則認(rèn)為，與隨機(jī)配置相比，如果使生產(chǎn)率較高的企業(yè)擁有更多的市場份額，美國制造業(yè)部門的總生產(chǎn)率將提高50%。是什么動力促使資源有效地再配置？Brandt等[16]以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫為基礎(chǔ)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的進(jìn)入、退出可以解釋工業(yè)總生產(chǎn)率變化的三分之二。在中國情境下，更多學(xué)者認(rèn)為有效的產(chǎn)業(yè)政策、相對集中的市場以及更充分的競爭可以通過加快低效企業(yè)退出，促進(jìn)高效企業(yè)的“凈進(jìn)入”效應(yīng)改善企業(yè)間資源再配置，進(jìn)而提升總生產(chǎn)率水平[17-19]。

環(huán)境規(guī)制是影響企業(yè)退出決策的一個重要因素。Forslid等[20]的研究結(jié)論表明，在一定的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下，只有高效企業(yè)才會在綠色技術(shù)上投入更多資金，同時表現(xiàn)出更高的盈利能力和清潔生產(chǎn)能力。如果環(huán)境規(guī)制能夠迫使低生產(chǎn)率企業(yè)退出，促進(jìn)生產(chǎn)要素流向高生產(chǎn)率企業(yè)，那么就能夠通過優(yōu)化資源配置促進(jìn)總生產(chǎn)率增長。Sadeghzadeh[21]通過理論模型分析得出，環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的提高主要是由企業(yè)間的資源再分配驅(qū)動的，而不是減排技術(shù)變革。Du & Li[22]的研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制降低了中國工業(yè)“僵尸”企業(yè)的生存概率，加速落后產(chǎn)能退出市場。張先鋒等[23]證實(shí)了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)退出概率的正相關(guān)性，但對于技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)則沒有影響。韓超等[24]的研究認(rèn)為，國家“十一五”規(guī)劃提出的減排目標(biāo)在污染行業(yè)中發(fā)揮了顯著的“去錯配”效應(yīng)，使高生產(chǎn)率企業(yè)獲得更多資本要素，從而提高了生產(chǎn)率。綜上，本文構(gòu)建了理論機(jī)制框架，如圖1所示，并提出以下假說：

假說2：兩控區(qū)政策能夠迫使低效企業(yè)退出，促進(jìn)要素向高效企業(yè)流動，從而提高企業(yè)間資源配置效率。

假說3：兩控區(qū)政策對總生產(chǎn)率的影響取決于對企業(yè)生產(chǎn)率和企業(yè)間資源配置效率的綜合作用。

2 實(shí)證策略

2.1 模型設(shè)定

2.1.1 基準(zhǔn)分析

基準(zhǔn)分析以驗(yàn)證兩控區(qū)政策對控制區(qū)內(nèi)重點(diǎn)治理行業(yè)總生產(chǎn)率的促進(jìn)作用為目的。雖然國家環(huán)?？偩衷?998年開始實(shí)施《酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)劃分方案》，但在2002年《兩控區(qū)酸雨和二氧化硫污染防治“十五”計劃》出臺之前，政策的執(zhí)行和影響力有限。因此，一些學(xué)者基于該政策進(jìn)行準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)分析時，將2002年作為政策沖擊年份[13,25]。同時，兩控區(qū)政策對控制地區(qū)和重點(diǎn)治理行業(yè)均做了明確劃分，非控制地區(qū)和非重點(diǎn)治理行業(yè)不易受到政策影響[26]。基于此，本文以是否屬于兩控區(qū)城市劃分實(shí)驗(yàn)組和控制組，同時以是否為重點(diǎn)治理行業(yè)作為另一個實(shí)驗(yàn)組和控制組，以三重差分法估計兩控區(qū)政策實(shí)施的效果，設(shè)定模型為：

式中：ATFPijt為被解釋變量，即不同城市不同行業(yè)的總生產(chǎn)率，i表示所屬行業(yè)，j表示所在城市，t表示年份；R為所在城市的虛擬變量，若企業(yè)位于兩控區(qū)城市內(nèi)，則R=1，反之為0；I為行業(yè)的虛擬變量，若為重點(diǎn)治理行業(yè)，則I=1，反之為0；T為是否受政策沖擊時期，在2002年以前取值為0，在2002年及以后則取值為1；R、I、T三者的交互項(xiàng)DDD的系數(shù)反映了兩控區(qū)政策對行業(yè)總生產(chǎn)率影響的凈效應(yīng)；Xjt為一組控制變量，包含城市工資水平、市場規(guī)模、市場化程度、創(chuàng)新研發(fā)能力、產(chǎn)業(yè)集聚程度；μt為時間固定效應(yīng)；ωj為個體固定效應(yīng)；εijt為隨機(jī)擾動項(xiàng)。同時，本文將行業(yè)總生產(chǎn)率分解為行業(yè)內(nèi)企業(yè)平均生產(chǎn)率以及企業(yè)間資源配置效率（covijt），并作為被解釋變量進(jìn)一步分析。

2.1.2 機(jī)制分析

機(jī)制分析以各企業(yè)為樣本，以具體分析兩控區(qū)政策影響總生產(chǎn)率的機(jī)制為目的，包含政策對各企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響以及對企業(yè)間資源配置效率的影響。

（1）兩控區(qū)政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率。通過方程（2）分析兩控區(qū)政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率是發(fā)揮了成本效應(yīng)還是波特效應(yīng)：

式中：tfpijt為被解釋變量，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率，i、j、t分別表示企業(yè)、所在城市和年份；δ表示兩控區(qū)政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的凈效應(yīng)，若δ大于0則表明政策發(fā)揮了波特效應(yīng)，反之則為成本效應(yīng)；Xijt為一組控制變量，除了包括方程（1）中城市層面的控制變量，還包括企業(yè)層面的控制變量：企業(yè)年齡、規(guī)模、資本密集度、企業(yè)所有制性質(zhì)。其余變量的含義與方程（1）一致。

（2）兩控區(qū)政策與企業(yè)間資源配置效率。本文分三個步驟回答兩控區(qū)政策是如何作用于企業(yè)間資源配置的。首先，政策是否促進(jìn)了重點(diǎn)治理行業(yè)低效率企業(yè)退出，這里采用方程（3）的二值模型進(jìn)行估計；其次，政策實(shí)施是否促進(jìn)了生產(chǎn)要素流向高效率企業(yè)，如方程（4）所示；最后，由方程（5）估計政策實(shí)施是否擴(kuò)大了高效率企業(yè)的市場份額和生產(chǎn)規(guī)模。

式中：exitijt為被解釋變量，取值為0或1，若企業(yè)退出則為1，反之為0；facijt為生產(chǎn)要素投入；shareijt為企業(yè)占有的市場份額；本文主要關(guān)注DDD與全要素生產(chǎn)率的交互項(xiàng)系數(shù)δ1，其含義為兩控區(qū)政策對生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)資源再配置的影響；Xijt為控制變量，內(nèi)容同方程（2）。

2.2 變量測度與數(shù)據(jù)說明

2.2.1 樣本及數(shù)據(jù)說明

（1）樣本數(shù)據(jù)的預(yù)處理。本文選取了《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》1998—2007年的工業(yè)企業(yè)作為研究樣本。數(shù)據(jù)的預(yù)處理參考了Brandt等[16]的相關(guān)做法，刪除重復(fù)樣本，同時剔除固定資產(chǎn)凈值、固定資產(chǎn)原值為0以及年均從業(yè)人員數(shù)小于8人的樣本，最終得到1 862 923個樣本。由于行業(yè)代碼在2001年進(jìn)行了調(diào)整，因此將1998—2001年的行業(yè)代碼按照《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)代碼標(biāo)準(zhǔn)》（GB/T4754—2002）進(jìn)行統(tǒng)一。另外，2004年的數(shù)據(jù)中缺少了企業(yè)工業(yè)增加值，采用工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值-中間投入+當(dāng)期應(yīng)交增值稅計算得到。

（2）三重差分的樣本范圍。將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國地級市統(tǒng)計數(shù)據(jù)匹配后，本文選取了數(shù)據(jù)較完整的277個城市作為本次研究的城市單元，其中兩控區(qū)城市158個，非兩控區(qū)城市119個。兩控區(qū)政策提出的重點(diǎn)治理行業(yè)為火電、化工、冶金、有色金屬和建材行業(yè)，在此基礎(chǔ)上又進(jìn)一步區(qū)分了直接受政策影響的兩位數(shù)產(chǎn)業(yè)和非直接受政策影響的產(chǎn)業(yè)。若企業(yè)位于兩控區(qū)城市內(nèi)，則變量定義為1，反之為0；若企業(yè)屬于重點(diǎn)治理行業(yè)，則定義為1，反之為0。

2.2.2 變量定義

（1）企業(yè)全要素生產(chǎn)率（tfp）。企業(yè)層面生產(chǎn)率估計的常用方法主要有OLS、GMM、OP、LP法[14,27]。其中，OLS法具有明顯的缺陷，容易導(dǎo)致生產(chǎn)和決策的同時性偏差問題；GMM更適合時間跨度較長的樣本，但在處理大樣本量時不具有優(yōu)勢。因此，本文參考魯曉東和連玉君[28]的做法，以LP法的估計結(jié)果（tfp_lp）作為基準(zhǔn)分析，同時以O(shè)P法的結(jié)果（tfp_op）進(jìn)行穩(wěn)健性討論。

首先，本文對1998—2007年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減：以1998年為基期，對實(shí)際折舊額以及實(shí)際投資額按照企業(yè)所在省份固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減；對工業(yè)增加值以及中間投入按照企業(yè)所在省份工業(yè)品出廠價格指數(shù)進(jìn)行平減。其次，運(yùn)用永續(xù)盤存法估計實(shí)際資本存量（k）；企業(yè)的勞動力要素為企業(yè)年從業(yè)人數(shù)（l）；企業(yè)年實(shí)際投資額為相鄰兩年固定資產(chǎn)原值的差額。最后，在估計全要素生產(chǎn)率的過程中還分別控制了企業(yè)所在城市效應(yīng)（ωj）、時間效應(yīng)（μt）、行業(yè)效應(yīng)（φi）以及企業(yè)控制變量Xijt，具體做法如下：

（2）總生產(chǎn)率（ATFP）、企業(yè)平均生產(chǎn)率以及企業(yè)間資源配置效率（cov）。本文參考了Olley & Pakes[13]、孫元元和張建清[29]對總生產(chǎn)率的定義及分解方法。因此，各城市各行業(yè)的總生產(chǎn)率為：

（3）企業(yè)狀態(tài)（exit）、要素投入（fac）、市場份額（share）。本文參考毛其淋和盛斌[18]的做法對企業(yè)退出（exit）與進(jìn)入狀態(tài)進(jìn)行定義：將t-1期存在而t期及以后時期均未出現(xiàn)的企業(yè)視為t期的退出企業(yè)，同時將t-1期不存在而t期出現(xiàn)的企業(yè)視為t期的進(jìn)入企業(yè)，其余企業(yè)則為當(dāng)期存活企業(yè)，為避免因樣本區(qū)間選擇對企業(yè)狀態(tài)造成的截尾，在定義企業(yè)進(jìn)入與退出起止時，還補(bǔ)充使用了2008—2009年《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的相關(guān)數(shù)據(jù)，即將2009年作為企業(yè)最后退出的時期。企業(yè)生產(chǎn)要素投入（fac）用企業(yè)勞動力（l）、資本投入（k）以及政府補(bǔ)貼（subsidy）表示。企業(yè)占有的市場份額（share）用企業(yè)當(dāng)年的工業(yè)增加值和銷售產(chǎn)值表示。

（4）控制變量。本文選擇的控制變量主要包含企業(yè)層面以及城市層面。其中，企業(yè)層面的控制變量有：企業(yè)年齡age，由樣本企業(yè)觀測年份-企業(yè)成立時間+1計算得到；企業(yè)所有制state，企業(yè)實(shí)收資本中國有資本占比超過50%即為國有企業(yè)，定義為1，否則為0；企業(yè)規(guī)模scale，用企業(yè)工業(yè)增加值表示；企業(yè)資本密度k_l，用企業(yè)人均擁有資本數(shù)量表示。企業(yè)控制變量的數(shù)據(jù)來源為《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》（1998—2007年）。

城市層面的控制變量包括：工資水平wage，用城市平均工資水平表示；市場規(guī)模gdp，用城市國內(nèi)生產(chǎn)總值表示；市場化程度market，用1-工業(yè)企業(yè)中國有企業(yè)占比表示，國有企業(yè)占比越高，則市場化程度越低；科技研發(fā)能力tech，用城市專利申請授權(quán)數(shù)表示；城市產(chǎn)業(yè)集聚度agglo，運(yùn)用區(qū)位熵的方法從企業(yè)從業(yè)人員數(shù)的角度計算得到；環(huán)境監(jiān)管強(qiáng)度regu，參考傅京燕和李麗莎[30]的做法，以工業(yè)二氧化硫去除率、工業(yè)煙塵（粉塵）去除率以及一般工業(yè)固體廢棄物綜合利用率為基礎(chǔ)，運(yùn)用熵權(quán)法計算得到環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)，由于城市相關(guān)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，這里以所在省份的環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)表示。

本文所選數(shù)據(jù)來源為《中國城市統(tǒng)計年鑒》（1999—2008年）、《中國統(tǒng)計年鑒》（1999—2008年）、專利云數(shù)據(jù)庫以及國家統(tǒng)計局發(fā)布的數(shù)據(jù)。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 核心變量的統(tǒng)計描述

2.2.3 生產(chǎn)率的趨勢變化

根據(jù)變量的計算結(jié)果，本文繪制了1998—2007年總生產(chǎn)率ATFP、企業(yè)平均生產(chǎn)率和企業(yè)間資源配置效率cov的趨勢圖，通過對比兩控區(qū)和非兩控區(qū)的生產(chǎn)率變化趨勢以初步觀察政策影響。圖2a為重點(diǎn)治理行業(yè)的總生產(chǎn)率變化，兩控區(qū)和非兩控區(qū)的總生產(chǎn)率在1998—2007年期間均有所上升，但非兩控區(qū)的總生產(chǎn)率一直低于兩控區(qū)，二者之間的差距相對穩(wěn)定。圖2c展示了企業(yè)平均生產(chǎn)率在研究期內(nèi)的上升趨勢，可以看出，2002年之后，兩控區(qū)重點(diǎn)治理行業(yè)企業(yè)平均生產(chǎn)率增長速度有所減緩，而非兩控區(qū)的企業(yè)平均生產(chǎn)率一直保持較快的增長速度，二者差距縮小并逐漸趨于一致。在圖2e中，兩控區(qū)重點(diǎn)治理行業(yè)的企業(yè)間資源配置效率在2002年之后經(jīng)歷了快速上升，而非兩控區(qū)的則相對平緩。而其他行業(yè)不論是總生產(chǎn)率（圖2b）還是企業(yè)間資源配置效率（圖2f），在1998—2007年期間都保持了相對平行的變化趨勢，只有企業(yè)平均生產(chǎn)率差距（圖2d）有略微收窄的趨勢?；趦煽貐^(qū)與非兩控區(qū)、重點(diǎn)治理行業(yè)與其他行業(yè)的生產(chǎn)率趨勢對比，可以初步推測兩控區(qū)重點(diǎn)治理行業(yè)受到了政策影響，雖然總生產(chǎn)率趨勢沒有表現(xiàn)出明顯變化，但企業(yè)間資源配置效率在2002年后提升較快；相反，企業(yè)平均生產(chǎn)率則因政策沖擊放緩了增長。為了得到更為可靠的結(jié)論，還需進(jìn)一步通過實(shí)證論證推測并探討其中的作用機(jī)制。

圖2 1998—2007年生產(chǎn)率變化

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 基準(zhǔn)分析

基于方程（1），本文首先估計了兩控區(qū)政策對行業(yè)總生產(chǎn)率（ATFP_lp）的凈效應(yīng)，由DDD的系數(shù)來反映，估計結(jié)果如表2中列（1）～列（3）所示，兩控區(qū)政策凈效應(yīng)的系數(shù)在5%的顯著水平下為正，說明政策的實(shí)施促進(jìn)了重點(diǎn)治理行業(yè)總生產(chǎn)率的增長。進(jìn)一步的，將總生產(chǎn)率分解為企業(yè)平均全要素生產(chǎn)率（）和企業(yè)間資源配置效率（cov_lp）兩部分，以探討政策影響行業(yè)總生產(chǎn)率的內(nèi)在路徑。兩控區(qū)政策（DDD）與企業(yè)平均全要素生產(chǎn)率的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，但未能通過顯著性檢驗(yàn)；同時，兩控區(qū)政策與企業(yè)間資源配置效率（cov_lp）的相關(guān)系數(shù)在1%的顯著水平下為正，且經(jīng)濟(jì)學(xué)意義也更為顯著，表明政策的實(shí)施顯著改善了控制區(qū)內(nèi)重點(diǎn)治理行業(yè)的企業(yè)間資源配置效率，使市場份額更多被高生產(chǎn)率企業(yè)占有，促進(jìn)了資源從低生產(chǎn)率企業(yè)向高生產(chǎn)率企業(yè)的再配置。

表2 兩控區(qū)政策與總生產(chǎn)率

本文進(jìn)一步分析了兩控區(qū)政策對總生產(chǎn)率及其構(gòu)成的動態(tài)影響效應(yīng)。如表2中列（4）～列（6）所示，兩控區(qū)政策對總生產(chǎn)率存在滯后的正向影響，但對總生產(chǎn)率的不同組成部分作用相反。對于企業(yè)的平均全要素生產(chǎn)率而言，政策在2005年開始產(chǎn)生了負(fù)向影響。平均全要素生產(chǎn)率反映企業(yè)成長，這說明政策的實(shí)施抑制了企業(yè)自身生產(chǎn)率改進(jìn)，表現(xiàn)出滯后的成本效應(yīng)。而在企業(yè)間資源配置效率方面，兩控區(qū)政策表現(xiàn)出持續(xù)增強(qiáng)的促進(jìn)作用。這一結(jié)果可能源于兩方面的原因：一方面，企業(yè)根據(jù)環(huán)境政策調(diào)整生產(chǎn)策略，通常存在時間的滯后性；另一方面，2005—2006年處于“十五”計劃的考核期，地方政府為了實(shí)現(xiàn)減排目標(biāo)在該階段內(nèi)加大監(jiān)管力度?？偟膩碚f，雖然兩控區(qū)政策傾向于抑制企業(yè)生產(chǎn)率增長，但因發(fā)揮了資源再配置的功能提高了控制區(qū)內(nèi)重點(diǎn)治理行業(yè)總生產(chǎn)率。

3.2 穩(wěn)健性分析

（1）平行趨勢檢驗(yàn)。滿足平行趨勢假設(shè)是進(jìn)行差分分析的前提條件，本文采用平行趨勢檢驗(yàn)來分析實(shí)驗(yàn)組和對照組的生產(chǎn)率是否滿足平行趨勢假設(shè)。首先，運(yùn)用動態(tài)分析，即將模型（1）中的政策沖擊年份t替換為各年的虛擬變量，重新構(gòu)造三維交互項(xiàng)DDD。估計結(jié)果中，2002年以前各年DDD的系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗(yàn)。但在2002年之后，隨著時間的推移，系數(shù)的統(tǒng)計學(xué)及經(jīng)濟(jì)學(xué)意義都顯著提升。其次，本文還進(jìn)行了一個反事實(shí)分析，即假設(shè)生產(chǎn)率自1998年起開始受到兩控區(qū)政策的沖擊，將1999年、2000年和2001年作為虛假的政策沖擊年構(gòu)建了DDD，估計結(jié)果均未通過顯著性檢驗(yàn)。平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果表明，總生產(chǎn)率在2002年以前未受到兩控區(qū)政策影響，遵循了平行趨勢假設(shè)（受篇幅限制，未在正文中展示穩(wěn)健性估計結(jié)果，如有興趣可向作者索?。?。

（2）排除變量估計方法的影響。首先，本文考慮了不同全要素生產(chǎn)率測算方法對估計結(jié)果的影響，因此將核心被解釋變量LP法生產(chǎn)率替換成OP法生產(chǎn)率，兩控區(qū)政策對總生產(chǎn)率和企業(yè)間資源配置效率的影響方向與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。其次，基準(zhǔn)分析中總生產(chǎn)率是以企業(yè)工業(yè)增加值作為權(quán)重計算得到的，這里以企業(yè)銷售產(chǎn)值作為權(quán)值再次計算了總生產(chǎn)率，估計結(jié)果依然支持基準(zhǔn)分析的結(jié)果。

（3）排除樣本范圍的影響。兩控區(qū)政策作用下企業(yè)進(jìn)入、退出可能對本文的估計結(jié)果產(chǎn)生干擾，政策實(shí)施會導(dǎo)致異質(zhì)性生產(chǎn)率企業(yè)的分類效應(yīng)[31]。由于控制區(qū)內(nèi)實(shí)施了嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，非控制區(qū)則因?yàn)檩^低強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制形成了隱形的補(bǔ)貼，吸引低生產(chǎn)率企業(yè)遷入?？紤]到全樣本中包含了異質(zhì)性生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入和退出的影響，本文剔除新進(jìn)入和退出企業(yè)，以存活企業(yè)作為樣本進(jìn)行分析。估計結(jié)果中，核心變量DDD的方向與系數(shù)大小均接近基準(zhǔn)分析結(jié)果，即使以存活企業(yè)為樣本，結(jié)果依然穩(wěn)健，這意味著兩控區(qū)政策對存活企業(yè)的總生產(chǎn)率和企業(yè)間資源配置效率同樣產(chǎn)生了影響。

3.3 異質(zhì)性分析

3.3.1 區(qū)域異質(zhì)性

考慮到東部和中西部地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度都存在較大的差距，本文將279個地級市分為東部地區(qū)（東部地區(qū)包括海南、河北、浙江、山東、遼寧、廣東、天津、上海、福建、北京、江蘇）和中西部地區(qū)（中西部地區(qū)包括湖南、湖北、江西、安徽、河南、吉林、黑龍江、山西、青海、甘肅、重慶、云南、四川、廣西、新疆、寧夏、陜西、貴州、內(nèi)蒙古）進(jìn)行分組分析。估計結(jié)果如表3所示，兩控區(qū)政策效果在東部和中西部地區(qū)間表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。在東部地區(qū)，政策未能顯著影響總生產(chǎn)率增長。但在中西部地區(qū)，政策實(shí)施對企業(yè)間資源配置效率有明顯的提升作用，同時促進(jìn)了總生產(chǎn)率增長。這可能是由于東部地區(qū)率先實(shí)施了對外開放政策，市場發(fā)育程度完善，環(huán)境規(guī)制監(jiān)管日益嚴(yán)格，因此兩控區(qū)政策產(chǎn)生的沖擊不明顯；而中西部地區(qū)市場化程度相對較低，技術(shù)發(fā)展水平和市場資源配置能力本身較弱，特別是對高排放和低效率的行業(yè)影響更為顯著。因此可以推斷，在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，兩控區(qū)政策更有益于通過糾正資源錯配促進(jìn)總生產(chǎn)率增長。

表3 區(qū)域異質(zhì)性

3.3.2 環(huán)境監(jiān)管力度

環(huán)境監(jiān)管力度對環(huán)境政策能否有效實(shí)施發(fā)揮重要的作用。在中國環(huán)境監(jiān)管分權(quán)的背景下，存在以省為單位的地方政府競爭和環(huán)境規(guī)制“逐底競爭”并存的現(xiàn)象，降低了環(huán)境監(jiān)管力度，從而擴(kuò)大了區(qū)域間環(huán)境規(guī)制執(zhí)行程度的差異[32]。雖然在全國范圍內(nèi)有175個城市執(zhí)行了兩控區(qū)政策，但有必要討論環(huán)境監(jiān)管力度的差異對兩控區(qū)政策實(shí)施效果的影響。因此，本文以175個城市所在省份的環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)（regu）作為衡量該地區(qū)環(huán)境監(jiān)管力度的依據(jù)，并且計算了2002年及以后年份各個省份環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)（regu）的平均值，將環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)大于平均值的省份定義為環(huán)境監(jiān)管嚴(yán)格的地區(qū)（監(jiān)管相對嚴(yán)格的地區(qū)包括上海、安徽、遼寧、江西、湖北、湖南、廣西、重慶、云南、甘肅），反之則定義為環(huán)境監(jiān)管寬松的地區(qū)（監(jiān)管相對寬松的地區(qū)包括北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、江蘇、浙江、福建、山東、海南、河南、廣東、四川、貴州、陜西、青海、寧夏、新疆）。估計結(jié)果如表4所示，無論是在環(huán)境監(jiān)管嚴(yán)格的地區(qū)還是寬松的地區(qū)，兩控區(qū)政策在5%的顯著水平下均與企業(yè)間資源配置效率正相關(guān)；但是，在環(huán)境監(jiān)管更為嚴(yán)格的地區(qū)，兩控區(qū)政策凈效應(yīng)的系數(shù)為0.121，高于環(huán)境監(jiān)管寬松地區(qū)，說明嚴(yán)格的環(huán)境監(jiān)管能使政策落地，更好地發(fā)揮資源再配置作用。

表4 環(huán)境監(jiān)管力度異質(zhì)性

3.4 內(nèi)在機(jī)制分析

3.4.1 兩控區(qū)政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

根據(jù)“波特假說”，環(huán)境規(guī)制可以通過創(chuàng)新補(bǔ)償環(huán)境合規(guī)成本，從而提高企業(yè)的生產(chǎn)率。在模型（2）的基礎(chǔ)上，本文以企業(yè)個體為樣本，重新檢驗(yàn)了兩控區(qū)政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。如表5A所示，分析結(jié)果中平均效應(yīng)系數(shù)接近0，且沒有統(tǒng)計顯著性。但通過進(jìn)一步的政策動態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，兩控區(qū)政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在滯后的抑制作用，這與基準(zhǔn)分析結(jié)果一致。本文還進(jìn)一步考察了兩控區(qū)政策對企業(yè)成本的影響。由于排污費(fèi)等環(huán)境合規(guī)成本數(shù)據(jù)無法單獨(dú)獲得，本研究粗略估計了兩控區(qū)政策對企業(yè)運(yùn)營和管理成本的影響。在表5B中，兩控區(qū)政策顯著增加了企業(yè)的運(yùn)營成本，但對包括排污費(fèi)在內(nèi)的管理成本沒有顯著影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了“成本效應(yīng)”的存在。這可能是由于兩控區(qū)政策的污染源控制措施要求生產(chǎn)用原煤必須是符合清潔標(biāo)準(zhǔn)的低硫煤，而低硫煤價格較高，從而提高了運(yùn)營成本。

表5 兩控區(qū)政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

3.4.2 兩控區(qū)政策與企業(yè)間資源配置效率

基準(zhǔn)分析驗(yàn)證了兩控區(qū)政策改進(jìn)了企業(yè)間資源配置效率，本文在機(jī)制分析中將進(jìn)一步以企業(yè)個體為樣本分析政策如何發(fā)揮資源再配置的作用。

首先，本文運(yùn)用線性概率模型對方程（3）進(jìn)行了估計。如表6所示，生產(chǎn)率越高的企業(yè)退出市場的概率越小，符合一般市場規(guī)律。兩控區(qū)政策凈效應(yīng)與企業(yè)退出概率顯著正相關(guān)，表明政策的實(shí)施提高了重點(diǎn)治理行業(yè)企業(yè)退出的概率。為將企業(yè)的生產(chǎn)率異質(zhì)性納入考慮，本文加入了政策凈效應(yīng)與企業(yè)生產(chǎn)率的交互項(xiàng)（DDD·lntfp_lp），其系數(shù)方向顯著為負(fù)，這表明兩控區(qū)政策的實(shí)施提高了低效企業(yè)的退出概率，促使其退出兩控區(qū)市場。結(jié)合政策具體措施來看，控制區(qū)內(nèi)重點(diǎn)治理行業(yè)企業(yè)必須增加脫硫設(shè)施或進(jìn)行工藝技術(shù)改造，以及采用成本較高的低硫原材料，部分地區(qū)對小型發(fā)電機(jī)組關(guān)停，更大程度地降低了低效率、高污染企業(yè)的獲利空間，故主動或被迫從控制區(qū)退出。同時，本文基于Probit模型得到的估計結(jié)果依然穩(wěn)健，其邊際效應(yīng)與線性概率模型結(jié)果相近。

表6 兩控區(qū)政策與企業(yè)退出概率

其次，本文分析了兩控區(qū)政策如何影響企業(yè)間的生產(chǎn)要素配置，具體考察對勞動力和資本要素流動的影響。表7的結(jié)果顯示，生產(chǎn)率更高的企業(yè)擁有更多的要素資源，而兩控區(qū)政策的實(shí)施降低了企業(yè)要素投入，無論是勞動力、新增投資還是補(bǔ)貼收入，其相關(guān)系數(shù)均顯著為負(fù)。但是，政策凈效應(yīng)與企業(yè)生產(chǎn)率交互項(xiàng)（DDD·lntfp_lp）的系數(shù)在1%的顯著水平下均為正，說明政策實(shí)施使勞動力和資本要素都流向了生產(chǎn)率更高的企業(yè)，并且使生產(chǎn)率更高的企業(yè)獲得更多的政府補(bǔ)貼，是有效的要素再配置。

表7 兩控區(qū)政策與生產(chǎn)要素流動

最后，本文分別以企業(yè)工業(yè)增加值、銷售產(chǎn)值作為企業(yè)市場份額的代理變量，進(jìn)一步分析兩控區(qū)政策是否影響了企業(yè)間市場份額的再配置。如表8所示，政策凈效應(yīng)的系數(shù)均為負(fù)數(shù)，意味著兩控區(qū)政策降低了企業(yè)的市場份額，但其與企業(yè)生產(chǎn)率交互項(xiàng)的系數(shù)在1%的顯著水平下為正，說明兩控區(qū)政策擴(kuò)大了高生產(chǎn)率企業(yè)的市場份額。綜合而言，因低效率企業(yè)往往是污染排放更多的企業(yè)，兩控區(qū)政策加快低效企業(yè)退出后更有利于生產(chǎn)要素從低效企業(yè)向高效企業(yè)再配置，擴(kuò)大高效企業(yè)的市場份額和競爭優(yōu)勢，進(jìn)而提高企業(yè)間的資源配置效率。

表8 兩控區(qū)政策與企業(yè)市場份額

3.5 進(jìn)一步討論

基準(zhǔn)分析和機(jī)制分析的結(jié)果表明，兩控區(qū)政策對企業(yè)生產(chǎn)率沒有產(chǎn)生波特效應(yīng)，本文嘗試進(jìn)一步探討其中的原因。如果污染企業(yè)能夠遷往環(huán)境監(jiān)管較為寬松的地區(qū)，它們在當(dāng)?shù)赝ㄟ^創(chuàng)新進(jìn)行減排的動力就會減弱[33]。兩控區(qū)政策迫使一些重點(diǎn)治理行業(yè)的企業(yè)退出控制區(qū)，特別是生產(chǎn)率較低的企業(yè)。因此，有必要分析兩控區(qū)政策是否引起了重點(diǎn)治理行業(yè)轉(zhuǎn)移。本文從企業(yè)進(jìn)入的角度，實(shí)證分析了兩控區(qū)政策是否會增加非控制區(qū)重點(diǎn)治理行業(yè)企業(yè)的進(jìn)入概率。如表9所示，兩控區(qū)政策使非控制區(qū)重點(diǎn)治理行業(yè)企業(yè)的進(jìn)入概率提高了0.7%左右，存在一定程度的轉(zhuǎn)移。在兩控區(qū)政策的非對稱監(jiān)管下，對于重點(diǎn)被治理對象，“污染避難所”的存在削弱了控制區(qū)的波特效應(yīng)。

表9 兩控區(qū)政策和企業(yè)進(jìn)入概率

4 結(jié)論與建議

本文以兩控區(qū)政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，以1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在三重差分的框架下從不同層面分析了兩控區(qū)政策對總生產(chǎn)率的影響，并分析了其中的路徑和機(jī)制。研究認(rèn)為，兩控區(qū)政策提高了控制區(qū)內(nèi)重點(diǎn)治理行業(yè)的總生產(chǎn)率，但不是通過波特效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的，而是通過提升企業(yè)間資源配置效率發(fā)揮作用的，這種作用在中西部地區(qū)表現(xiàn)更為顯著，并且在嚴(yán)格的環(huán)境監(jiān)管下企業(yè)間資源配置效率更高。進(jìn)一步通過微觀機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，兩控區(qū)政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在滯后的抑制作用，但是，政策實(shí)施影響了生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)的決策行為，提高了低生產(chǎn)率企業(yè)的退出概率，并促進(jìn)生產(chǎn)要素向高生產(chǎn)率企業(yè)流動，并且擴(kuò)大了高生產(chǎn)率企業(yè)的市場份額，進(jìn)而優(yōu)化了企業(yè)間資源配置效率。同時，本文還發(fā)現(xiàn)兩控區(qū)政策增加了非兩控區(qū)重點(diǎn)治理企業(yè)的進(jìn)入概率，存在“污染避難所”現(xiàn)象，這可能是降低企業(yè)減排動力，阻礙波特效應(yīng)產(chǎn)生的一個原因。

基于上述結(jié)論，本文認(rèn)為兩控區(qū)政策雖然沒有對企業(yè)發(fā)揮波特效應(yīng)，但在城市和行業(yè)層面發(fā)揮了“去錯配”的功能，特別是對于市場發(fā)育度低、落后產(chǎn)能集中的地區(qū)具有積極的意義。然而，本文認(rèn)為兩控區(qū)政策作為典型的命令控制型環(huán)境規(guī)制，仍然存在一些需要關(guān)注和探討的問題，對后續(xù)政策實(shí)施具有啟示意義。從短期來看，優(yōu)化資源配置效率是環(huán)境規(guī)制提高生產(chǎn)率、解決產(chǎn)能過剩的主要途徑。但從長遠(yuǎn)來看，創(chuàng)新應(yīng)該是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的主要機(jī)制。特定區(qū)域的非對稱環(huán)境治理滋生了“污染避難所”，降低了企業(yè)當(dāng)?shù)貏?chuàng)新的動力。因此，長期內(nèi)環(huán)境監(jiān)管部門還需加快推進(jìn)區(qū)域協(xié)同減排立法和機(jī)制建設(shè)，在更大范圍內(nèi)推進(jìn)以市場為導(dǎo)向的環(huán)境規(guī)制，如排污權(quán)交易機(jī)制，調(diào)動企業(yè)參與交易的積極性，促使企業(yè)從被動創(chuàng)新轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃觿?chuàng)新。